utang luar negeri, fiskal dan konsumsi masyarakat_lukkim_feuns

1

PENGARUH UTANG LUAR NEGERI, KEBIJAKAN FISKAL TERHADAP KONSUMSI MASYARAKAT DALAM PARADIGMA RICARDIAN EQUIVALENCE 1990-2004: PENERAPAN VECTOR

AUTOREGRESSIONS (VAR)1

LUKMAN HAKIM, S.E, M.Si. Fakultas Ekonomi Universitas Sebelas Maret

ABSTRACT

This study apply Ricardian Equivalence concept in problem of debt in

Indonesia. Ricardian Equivalence stated that intrinsically governmental debt represent burden to society. Equally, governmental debt in this time is burden expenditure of society in the next year. Base on the assumption that society reacted rationally, hence the debt burden will not influence society consumption. The model based on Kormendi (1983, 1990, 1995). The dependent variable is consumption (PC). Meanwhile, independent variables are national income (GDP), government expenditure (G), tax (TX), subsidy (TR), governmental debt instalment (GINT), and total government debt (GB). To excute the model used Vector Autoregression (VAR) method consist of decomposition variance and response impulse analysis.

Decomposition variance analysis seen that before crisis period, consumption is influenced strongly by fiscal policy, consumption and national income. Meanwhile, in the crisis period, consumption were influenced by fiscal policy, government debt and government debt instalment. Impulse response analysis found that fiscal policy have effected strongly to consumption in before and after crisis period. On the contrary, tax had an effect weakly to consumption, although do not negativity Meanwhile, at before and a period of economic crisis, governmental debt and debt instalment had an effect strongly to consumption. Besides, before crisis national income have influence stronger than subsidy to consumption. But a crisis period, subsidy influence exactly to consumption than to national income.

Pursuant to that finding can be expressed that researching into is in general support of Ricardian Equivalence perspective according to empirical finding of Kormendi, different only fiscal policy influence to consumption. Theoritical of RE stated fiscal policy don’t have an effect on to society consumption, but in this research exactly have strong influence. One of argument indicated fiscal policy is the central stimulus growth of national economy since New Order period.

1 Dibiayai oleh Direktorat Jenderal Pendidikan Tinggi Departemen Pendidikan Nasional Sesuai dengan Surat Perjanjian Pelaksanaan Pekerjaan Penelitian dan Pengabdian Kepada Masyarakat Nomor 017/SPPK/PPM/DP2M/II/2006 tanggal 1 Pebruari 2006. Artikel ini telah dimuat di Jurnal Ekonomi Pembangunan: Kajian Ekonomi Negara Berkembang Fak. Ekonomi UII Yogyakarta (jurnal terakreditasi) Agustus 2006.

PDF created with pdfFactory Pro trial version www.pdffactory.com

http://www.pdffactory.com


2

PENDAHULUAN Dampak negatif utang pemerintah terhadap kondisi perekonomian telah

banyak dibahas oleh para pakar ekonomi. Beberapa penulis aliran strukturalis

seperti Arif dan Sasono (1986) sampai Rachbini (2001) telah membahas aspek

utang pemerintah secara ekonomi politik yang memiliki dampak buruk bagi

keadaan ekonomi domestik. Mereka berpendapat utang yang tinggi sebagai

dampak paradigma pembangunan neo liberal yang dipilih oleh pembuat kebijakan

sejak awal Orde Baru hingga saat ini, semakin membebani masyarakat luas.

Tabel 1 Perkembangan Utang Pemerintah dan Swasta 1990-2004

(dalam miliar USD)

Tahun Pemerintah Swasta Total Utang Jumlah proporsi Jumlah proporsi Jumlah tumbuh

1990 29.51 64% 16.49 36% 46.00 - 1991 49.08 67% 23.90 33% 72.98 59% 1992 53.29 64% 30.60 36% 83.89 15% 1993 52.46 65% 28.13 35% 80.59 -4% 1994 58.62 61% 37.88 39% 96.50 20% 1995 59.59 55% 48.24 45% 107.83 12% 1996 55.30 50% 54.87 50% 110.17 2% 1997 53.87 40% 82.22 60% 136.08 24% 1998 67.33 45% 83.56 55% 150.88 11% 1999 75.86 51% 72.24 49% 148.09 -2% 2000 74.92 53% 66.78 47% 141.69 -4% 2001 72.20 54% 61.70 46% 133.89 -6% 2002 74.66 57% 56.68 43% 131.34 -2% 2003 81.67 60% 53.74 40% 135.40 3% 2004 82.73 60% 54.30 40% 137.02 1%

Sumber: Bank Indonesia, beberapa tahun diolah.

Berdasarkan tabel 1. di atas, utang pemerintah dan swasta di Indonesia

selama 15 tahun terakhir ini semakin mengalami perkembangan yang pesat. Selain

itu, juga terlihat bahwa jika pada tahun 1990 keseluruhan utang hanya sekitar 46

milyar USD, maka pada tahun 2004 telah mencapai 137 milyar USD. Atau

meningkat sekitar 3 kalinya. Apabila dilihat dari pertumbuhannya terlihat bahwa

pada tahun 1991 terjadi pertumbuhan utang luar negeri yang paling besar baik




3

utang pemerintah maupun utang swasta. Di satu sisi ini merupakan wujud

kepercayaan dunia internasional kepada Indoensia, namun di sisi lain ini akan

semakin menambah beban ekonomi domestik.

Pada fora internasional, studi mengenai pengaruh utang pemerintah

terhadap konsumsi masyarakat (RE) sudah banyak dilakukan, terutama setelah

munculnya tesis Ricardian Equivalence yang dikemukakan oleh Barro (1974).

Tesis ini mengelaborasi pemikiran ekonom klasik David Ricardo di mana utang

pemerintah pada masa ini akan menyebabkan peningkatan beban masyarakat pada

masa yang akan datang. Dalam bentuk permodelan ekonometri tesis RE ini

menggunakan teori konsumsi, seperti penelitian yang dilakukan oleh Kormendi

(1983; 1986; 1990); Marinheiro, (2001) dan Nishiyama (2002). Dalam studi

mereka konsumsi masyarakat ditempatkan sebagai variabel dependen, sedangkan

utang pemerintah bersama variabel yang lain diletakkan sebagai variabel

independen. Secara umum studi mereka menyokong pendapat RE bahwa utang

pemerintah baik dalam jangka pendek maupun panjang mempengaruh

peningkatan konsumsi masyarakat.

Dalam kasus Indonesia, dengan mata telanjang pengaruh utang

pemerintah jelas menyebabkan kenaikan kebutuhan masyarakat. Bukan saja

karena semakin meningkatnya beban pajak masyarakat, melainkan juga karena

banyaknya subsidi pemerintah yang harus dikurangi. Keadaan semacam ini telah

menjadi keniscayaan risiko kebijakan masa lalu yang menyandarkan biaya

pembangunan terhadap utang. Persoalannya, bagaimana masalah-masalah seperti

itu dapat dituangkan dalam bentuk permodelan ekonometri yang bertujuan untuk

memudahkan analisis dan beberapa alternatif penetapan solusi utang pemerintah

di masa yang akan datang. Berdasarkan latar belakang di atas, maka studi ini akan

membuktikan apakah tesis Ricardian Equivalence dapat diterapkan dalam kasus

Indonesia, melalui analisis pengaruh utang pemerintah terhadap konsumsi

masyarakat?




4

TINJAUAN PUSTAKA

Konsep Dasar Ricardiance Equivalence

Hubungan utang pemerintah dengan beban masyarakat telah menjadi

perhatian para ekonomi sepanjang masa. Pandangan tradisional (Keynesian)

menganggap bahwa pemotongan tingkat pajak (tax cut) akan menstimulus

pengeluaran masyarakat dan mereduksi tabungan nasional. Reduksi tabungan

nasional akan meningkatkan suku bunga dan akan terjadi crowding out investasi

di sector riil. Melemahnya investasi akan menyebabkan perekonomian secara

keseluruhan.

Sementara itu, pandangan moderen atau Ricardian Equivalence (RE),

utang pemerintah tidak berpengaruh terhadap tabungan dan akumulasi capital.

Dalam pendekatan ini, konsumen sadar bahwa konsumsi tidak semata-mata

tergantung oleh pendapatan sekarang, melainkan terdapat pengaruh variable lain

diantaranya adalah pengeluaran dan utang pemerintah. Pengaruh utang pemerintah

terhadap konsumsi masyarakat inilah yang menjadi focus dari RE ini. Filosofis

dasar RE yakni utang pemerintah saat ini akan menyebabkan kenaikan pajak

masyarakat pada masa yang akan datang, untuk pertama kali telah dikemukakan

oleh David Ricardo, ekonom klasik yang sangat terkenal pada abad ke-19.

Pemikiran Ricardo ini dielaborasi oleh Robert Barro, ekonom klasik baru (new-

classical economy), dari Harvard University dengan nama Ricardian Equivalence

(RE).

RE memandang bahwa utang pemerintah saat ini adalah sama atau

ekivalen dengan pajak di masa depan. Di sini berarti pajak yang akan datang akan

sama dengan pajak saat ini. Implikasi dari pemikiran ini adalah utang yang

dibiayai oleh pemotongan tingkat pajak (tax cut) tidak berpengaruh. Karena

rumah tangga menyimpan ekstra pendapatan siap dibelanjakan (disposable

income) untuk membayar kewajiban pajak pada masa yang datang. Dengan

asumsi bahwa tabungan nasional merupakan penjumlahan dari tabungan swasta

dan tabungan pemerintah yang jumlahnya tetap, maka meningkatnya tabungan

swasta akan mengurangi tabungan pemerintah. Maka, pemotongan pajak tidak

akan berpengaruh terhadap konsumsi masyarakat.




5

Untuk memahami hubungan antara utang pemerintah dengan pajak yang

akan datang, terlebih dahulu harus dibayangkan dalam sebuah perekonomian

yang terdiri dari dua peiode. Periode pertama mewakili masa sekarang, periode

kedua merepresentasikan masa depan. Pada periode awal pemerintah

mengumpulkan pajak (T1) dan membelanjakannya (G1); pada periode kedua

menarik pajak (T2) dan pengeluaran (G2).

Pada tahap pertama, anggaran defisit (D) adalah belanja pemerintah dikurangi

dengan pajak. Pemerintah membiayai anggaran defisit dengan jalan menjual

obligasi.

D = G1 - T1 (1) Pada periode kedua, pemerintah harus mengumpulkan pajak untuk membayar

utang, termasuk menanggung beban membayar bunga (r), menjadi

T2 = (1 + r) D + G2 (2) Subtitusikan persamaan di atas menjadi

2112 G)TG)(r1(T +−+= (3) Persamaan (3) di atas menghubungkan antara pembayaran pajak dua periode.

Untuk memudahkan interpretasi, persamaan di atas dapat dimanipulasi menjadi

r1GG

r1TT 2

12

1 ++=

++ (4)

Persamaan ini adalah kendala anggaran pemerintah (government budget

constrains). Ini menyatakan bahwa pengeluaran pemerintah harus sama dengan

nilai sekarang (present value) pajak. Fenomena ini dapat digambar dengan

menggunakan pendekatan subtitusi intertemporal (intertemporal substitution).

Pada periode pertama pemerintah memotong tingkat pajak sebesar ΔT dan

melakukan utang dengan jalan mengeluarkan obligasi. Pada periode kedua,

pemerintah harus menaikkan pajak sebesar (1 + r) ΔT untuk membayar utang

sekaligus bunga akumulasinya. Namun karena nilai sekarang pendapatan dan




6

kendala anggaran tidak berubah, seperti ditunjukkan pergeseran dari titik A ke B

tidak mengubah apapun. Dengan kata lain, pemotongan pajak tidak berdampak

terhadap konsumsi masyarakat.

Penelitian Sebelumnya

Studi penerapan RE untuk beberapa negara telah dilakukan diantaranya

oleh Kormendi (1983) yang kemudian disempurnakan dalam Kormendi dan

Meguire (1990) dikenal dengan pendekatan konsolidasi. Pendekatan konsolidasi

merupakan revisi dari pendekatan standar Keynesian yang menyatakan bahwa

konsumsi merupakan fungsi dari pendapatan siap dibelanjakan (disposible

income). Sementera pendekatan konsolidasi menggunakan fungsi konsumsi yang

dihasilkan dari konsolidasi sektor publik dan swasta. Dalam model ini, konsumsi

merupakan fungsi dari pendapatan agregat, pengeluaran pemerintah, kekayaan

dan transfer, dalam bentuk formula adalah sebagai berikut :

∆PCt = a0 + a11∆Yt + a12∆Yt-1 + a2∆GSt + a3∆Wt + a4∆TRt + a5∆TXt + a6∆REt

+ a7∆GINTt+ ab∆GBt+ ut (5)

Keterangan : PC = konsumsi masyarakat; Y=pendapatan nasional riil; GS =pengeluaran pemerintah; W= kekayaan masyarakat; TR= transfer pemerintah; TX= penerimaan pajak; RE= pendapatan perusahaan; GINT=suku bunga utang; GB= nilai pasar dari utang pemerintah.

Hasil studi Kormendi (1983, 1990) membenarkan tesis RE yakni sebagian

hampir semua kebijakan fiskal berpengaruh positif terhadap konsumsi

masyarakat, seperti pendapatan (Y), subsidi (TR), pajak (TX), cicilan utang

(GINT), dan utang total (GB). Yang berpengaruh negatif terhadap konsumsi

masyarakat hanyalah pengeluaran pemerintah (GS) (lihat tabel 2).

Tabel 2 Hubungan Teoritis Model RE Menurut Kormendi

Y GS TR TX GINT GB

PC + – + + + +




7

Ternyata temuan-temuan lain ini justru menimbulkan kontroversi di kalangan

ekonom. Kritik terhadap kedua temuan itu dikemukakan oleh Fedlstein dan

Elmendorf yang justru berpendapat bahwa menurut teori tradisional pajak

seharusnya berdampak negatif, sedangkan pengeluaran pemerintah tidak

berpengaruh. Meskipun pada akhirnya kritik itu dapat disanggah oleh Kormendi

dan Meguire (1990), namun kritik itu menambah daftar panjang ekonom yang anti

Ricardian. Pendapat yang anti Ricardian juga dikemukakan oleh Modigliani dan

Sterling (1986) dengan menggunakan pendekatan teori konsumsi hipotesis daur

hidup (life cycle hyphotesis). seperti ditunjukkan dalam formula di bawah ini :

(6)

Keterangan: C =konsumsi; W= kekayaan; GB= utang pemerintah; Y= pendapatan nasional riil; TL=rasio pajak dengan transfer; Def= anggaran defisit pemerintah.

Studi Modigliani dan Sterling ini menolak tesis Ricardian, dengan alasan

semua perkiraan estimasi justru berlawanan dengan tesis itu. Pendapat senada

dengan ini dikemukakan oleh Bernheim (1987) Bernheim menolak tesis Ricardian

karena dari hasil studinya menemukan bahwa anggaran defisit justru menstimulus

konsumsi sekitar $ 0.40, formula yang dipergunakan dalam studi itu adalah :

Dalam konteks perbandingan internasional formula di atas disesuaikan kembali :

(7)

Keterangan:

= pertumbuhan populasi penduduk.

( ) tit

L

1ii

L

1iititit1t0t DefdTLYcGBbWbaC υ++−+++= −

==−− ∑∑

( ) ( ) t1t5t4t3tttt2tt10t XWGBGGBrGTXTXYC ξ+α+α+α+α+−−α+−α+α=−

( ) ξ+β+β+β+β+−−β+β+β=−

1t5t4t3tttt2t10t XWGBGGBrGTXYC

ε+β+β+β+β+β++β+β=−−

PopYYW

YGB

YG

YDef

YC

7654321

−Pop




8

Sementera itu dengan model yang lebih sederhana Pareleman dan Pestieau

(1993) membuktikan konsep Keynesian dan Ricardian di enam negara OECD,

yang ternyata hasilnya menolak keduanya. Formula yang dipergunakan adalah :

(8)

Beberapa studi yang menerapkan model Kormendi di atas dengan model

Error Correction Model (ECM) dilakukan oleh Marinheiro (2001) untuk studi

kasus Portugis, dan Pareleman dan Pestieau (1993), hasilnya adalah :

Model Kormendi

DCt = −0.932

(0.442)

+ 0.769ΣDGDPt

(7.581)

+ 0.755 DGt

(1.784)

− 0.063 DW2

(1.789)

+ 0.999 DTR

(2.894)

− 0248DTX

(1.363)

− 0.40 DGINT

(1.853)

+ 0.018 DGB

(0.435)

−0.9205 ECMt-1

(5.187)

R2adj = 0.879; DW=2.052; LM test (χ2)=0.146 (0.702); Q(10)=8.632 (0.567)

DGB=DTX=DGINT=0,F(3,31)=2,088(0.122)

DGB=DTX=DGINT=DTR=0,F(4,31)=2,963(0.035).

Pareleman dan Pestieau

DCt = − 3.125

(1.062)

+ 0.471D(GDP−TX) t

(4.713)

− 0.063 DDEF

(0.541)

− 0.109DW2

(3.205)

− 0.033 DGB

(0.606)

− 0.342 ECMt-1

(2.065)

R2adj = 0.710; DW=1.704; LM test (χ2)=1.154 (0.283); Q(10)=7.710 (0.657)

+α2=0, F(1,36)=7.044 (0.012)

α1+α2=0, dan α4= 0, F(2,36)=4.389 (0.020)

Pada model Kormendi secara statistik hanya variabel pendapatan (DGDP),

transfer (TR) dan ECM saja yang lolos, sementara justru variabel seperti utang

pemerintah baik DGB dan DGINT tidak signifikan.. Demikian halnya pada model

Pareleman dan Pestieau, secara statistik yang lolos hanyalah pendapatan siap

( ) tt4t32tt10t GBWDefTXYC ε+α+α+α+−α+α=




9

dikonsumsi D(GDP-TX), kekayaan (DW) dan ECM, sedangkan variabel utang

pemerintah (DGB) tidak signifikan. Maka berdasarkan kedua penelitian itu dapat

disimpulkan bahwa untuk kasus Portugis, tesis Ricardian tidak dapat diterapkan.

Sementara itu studi lain yang mendukung Kormendi, namun menggunakan

pendekatan lain dipelopori oleh Enders dan Lee (1990) dengan menggunakan

metode VAR. Selain itu, metode VAR juga dipakai oleh Dalamagas (1993),

Becker (1997) dan Wheeler (1999) yang juga mendukung pendapat Kormendi.

METODE PENELITIAN

Vector Autoregression (VAR) dikemukakan pertama kali oleh Christopher

Sims (1980). Latar belakang lahirnya VAR merupakan reaksi terhadap kegagalan

model besar makroekonomi dalam mengestimasi situasi perekonomian pada era

70-an. Sims mencoba mengembangkan model ekonometri dengan meminimum-

kan pengujian asumsi secara apriori.

Metode VAR, menganggap bahwa semua variabel adalah endogen, secara

formulatif dapat ditulis sebagai berikut :

∆Xt = α + Σ 3i = 1Ai∆Xt-1 + ut, E(ut us) = Ω, if t ≠s (1)

di mana Ai matriks kuadrat; ut menunjukkan rata-rata vektor zero, tidak ada

korelasi variabel, dan kesejajaran matriks varian Ω, diasumsikan positif dan

simetris; α adalah 3X1 vektor kolom dari parameter-parameter; vektor Xit adalah

variabel -variabel endogen di atas. VAR mengandung tiga macam bentuk estimasi

yakni kausalitas; impulse response dan variance decomposition.

Kausalitas

VAR juga dapat digunakan analisis kausalitas, selain uji kausalitas

Granger. Uji kausalitas VAR juga sering disebut sebagai uji kausalitas Sims,

karena kemukakan pertama kali oleh Sims (1972). Untuk menggambarkan

perbedaan uji kausalitas Granger dan Sims, dapat dilihat dalam ilustrasi

persamaan berikut ini (Thomas : 1997; 461)

Uji kausalitas Granger (1969)

yt = α0 + α1y t-1 + α2y t-2 + α3y t-3 + β1x t-1 + β2 x t-2 + β3I t-3 + ε t (2)

Uji kausalitas Sims (1972)




10

xt = γ0 + γ1 x t-1 +γ2x t- 2 + γ3x t- 3 + δ1 y t+3 + δ2 y t+2 + δ3 y t+1 + δ4 y t-1 +

δ4 y t-2 + δ4 y t-3 + ε t (3)

Perbedaan fundamental antara uji kausalitas Granger dan Sim yang

pertama terletak pada penggunaan variabel akan datang, yang tidak terdapat pada

uji kausalitas Granger. Uji kausalitas Granger hanya memasukkan variabel masa

lampau, sedangkan uji kausalitas Sims menggunakan keduanya. Kedua, perbedaan

lain adalah pada penentu signifikansi pada uji kausalitas Granger menggunakan

uji serentak atau F-statistik, sedangkan uji kausalitas Sims, lebih melihat secara

uji individual (t-statistik).

VAR secara subtansial lebih dekat dengan kausalitas Sims namun secara

teknikal lebih dekat dengan kausalitas Granger. Hal ini dapat dilihat dari

konstruksi model, dapat dijelaskan secara sederhana sebagai berikut misalkan

terdapat dua variabel endogen indeks produksi (IP) dan penawaran uang (M1)

maka bentuk model VAR akan diformulasikan sebagai berikut (Gujarati: 1995:

747):

IPt = α11IPt-i + α12 M1t-1 + ε1 t (4)

M1t = α21IPt-i + α22 M1t-1 + ε2 t (5)

Perubahan ε1 t akan berpengaruh terhadap perubahan nilai IP. Perubahan tersebut

akan merubah semua nilai IP dan M1 yang akan datang , sejak variabel IP

kelambatan (IPt-1) terjadi pada kedua persamaan itu.

Jika terdapat inovasi, ε1t dan ε2 t tidak berkorelasi, interpretasi akan

berlaku terus menerus. ε1 t adalah inovasi untuk IP dan ε2 t adalah inovasi untuk

M1. Sedangkan ε2t adalah mengukur efek dari salah satu standar deviasi sebuah

kebijakan (shock) moneter terhadap variabel IP dan M1 yang diteliti pada saat ini

dan yang akan datang (Eviews; 1997; 497).

Respons Terhadap Adanya Aksi (Impulse Response)

Respons Terhadap Adanya Aksi adalah salah satu asesoris pada VAR yang

digunakan untuk melihat respon variabel endogen terhadap adanya pengaruh

inovasi (shock) variabel endogen yang lain (Pindycks dan Rubinfeld; 1998: 385).

Inovasi diinterpretasikan sebagai “goncangan kebijakan” (policy shock), lihat

Bernanke dan Blinder (1992: 902) atau juga sering disebut aksi.Secara statistis




11

respons terhadap adanya aksi dirumuskan dalam persamaan Sims (1980b, 256-

257). Jika kita mempunyai sebuah model linier vektor stokastik x yang

diformulasikan sebagai berikut:

sts

st eAx −

∞

=∑=

0 (6)

Dimana et = xt – E(xt | xt-1 ,xt-2 , ), kemudian memilih matrik trangular B, sehingga

menghasilkan Bet yakni sebuah kovarian diagonal matriks dan B juga

mempunyai diagonalnya sendiri, oleh karena itu A perlu dipindah menjadi C =

AB1 dan e menjadi f = Be, sehingga menjadi :

sts

st fCx −=∑=

0 (7)

Dari formula di atas koefisien C adalah respons terhadap adanya aksi atau

inovasi (responses to innovations).

Dekomposisi Varian (Variance Decomposition)

Dekomposisi varian merupakan metode lain dari sistem dinamik dengan

menggunakan VAR. Jika respons terhadap adanya aksi menunjukkan efek dari

sebuah kebijakan (shock) variabel endogen terhadap variabel lain. Sebaliknya

dekomposisi varian akan menguraikan inovasi pada sebuah variabel endogen

terhadap komponen goncangan (shock) variabel endogen yang lain di dalam

VAR.

Berhubungan dengan persamaan 3.6. di atas, perlu ditetapkan terlebih

dahulu matriks varian-kovarian dari xt – E(xt | xt-k’ ,xt -k –1’ ,… ) pada periode k

sehingga persamaannya menjadi :

'

0

)( st

k

ssk CfVarCV ∑

=

= (8)

Sehingga nilai Var(ft) inilah yang disebut sebagai dekomposisi varian.




12

Uji Prasyarat: Penetapan Tingkat Kelambanan (lag) Optimal

Salah satu kesulitan menggunakan VAR adalah penetapan tingkat

kelambanan yang optimal. Beberapa penelitian mutakhir tentang VAR untuk

menetapkan tingkat kelambanan yang optimal menggunakan Akaike information

criteria (AIC) dan Schwarz criteria (SC). Baik AIC ataupun SC kadang juga

dipergunakan sebagai pengganti R2 (cofficient of determination), sehingga R2

bukan satu-satunya indikator validitas sebuah model ekonometri. (Thomas, 1997;

181-182) (Greene, 2000; 306). Namun sejak variabel kelambanan banyak

digunakan pada model-model ekonometri, AIC dan SC juga dapat digunakan

untuk menetapkan tingkat kelambanan yang optimal. (Greene, 2000; 717) :

AIC (q) = log (e’e)/T + 2q/T (9)

SC(q) = AIC (q) + (q/T)(logT –1) (10)

Dari persamaan 3.11 dan 3.12 terlihat beberapa notasi seperti e adalah residual,

sedangkan T dan q masing-masing merupakan jumlah sampel jumlah variabel

yang beroperasi dalam persamaan itu. Untuk menetapkan tingkat kelambanan

yang paling optimal, model VAR harus diestimasi dengan berbeda-beda tingkat

kelambanannya, kemudian dibandingkan nilai AIC dan SC-nya, nilai yang paling

rendah yang dipakai sebagai patokan pada tingkat kelambanan paling optimal.

Penelitian ini nantinya akan menguji tingkat kelambanan yang paling optimal dari

tingkat kelambanan 2 dan 3

Untuk menurunkan Ricardian Equivalence dalam konteks “micro

foundation for macroeconomics”, sebagian para ahli ekonomi menerapkan konsep

subtitusi intertemporer (intertemporal substitution) seperti dilakukan oleh Irving

Fisher. Untuk menurunkan konsep subtitusi intertemporer para ahli menggunakan

persamaan Euler (Euler Equation). Di sini individu dianggap akan

memaksimumkan fungsi ulititas yang terkendalai oleh anggaran selama hidupnya

(Kompas 2004):

i

1t0i

)C()t(MaxU δµ= +

∞

=∑ (11)

Dengan sasaran




13

∑∑∞

=+

∞

=+ =

0i

i1t

0i

i1t RCRY (12)

Dimana: U= fungsi utilitas intertemporal u = fungsi utilitas intratemporal C= konsumsi Y= pendapatan total R= faktor diskon = 1/(1+r) di mana r = suku bunga riil yang diasumsikan konstan δ= faktor pilihan waktu = 1/(1+p) di mana p=tingkat pilihan waktu Fungsi Lagrange-nya menjadi:

−λ+= ∑∑

∞

=+

∞

=+

0i

i1t

0i

i1t RCRY)t(UL (13)

Persamaan Euler diwakili oleh kondisi order pertama (first order condition)

maksimisasi yakni:

λδ=+t

1t )R/()C(u (14)

Demikian juga jika seluruh pengeluaran pemerintah dibiayai dari penerimaan

pajak (lump sum), maka kendala anggaran individual akan menjadi:

∑∑∞

=+

∞

=++ =−

0i

i1t

0i

i1t1t RCR)TY( (15)

Fungsi Lagrange-nya menjadi:

−−λ+= ∑∑

∞

=+

∞

=++

0i

i1t

0i

i1t1t RCR)TY()t(UL (16)

Persamaan Euler menjadi yakni:

λδ=+t

1t )R/()C(u (17)

Demikian juga jika terdapat pengaruh pengeluaran pemerintah (G), maka kendala

anggaran individual akan menjadi:




14

∑∑∞

=+

∞

=++ =−

0i

i1t

0i

i1t1t RCR)GY( (18)

Jika menggunakan fungsi kuadrat dan dengan mengasumsikan bahwa konsumen

akan memaksimumkan konsumsinya saat ini dan pada masa akan datang, maka

persamaan Eulernya akan menjadi:

*

1t*t1t bCaCE −− += (19)

*tC = konsumsi swasta efektif

E = operator ekspektasi Demikian pula jika terdapat pengeluaran pemerintah (G), maka

tt*t GCC σ+= (20)

Maka jika disubtitusikan akan menjadi:

1t1t*t1t GbbCaCE −−− θ++= (21)

Substitusi berikutnya berubah :

t1tt*t1t GECCE −− θ+= yang dapat dimanipulasi menjadi t1t

*t1tt GECEC −− θ−=

Atau dapat ditulis menjadi

tt1t1t1tt uGEGbbCaC +θ−θ++= −−− (22) Jika terdapat anggaran defisit (D) yang ditunjukkan sebagai berikut:

ttt1t D)L(G)L(GE ε+ε+υ=− (23)

Jika disubstitusikan akan menjadi:

t2t1t2t1t1tt uDDGGCC +φ+φ+θ+θ+β+α= −−−−− (24)

Demikian pula jika dikembangkan dengan memasukkan beberapa variabel

fiscal yang lain seperti studi Kormendi (1983, 1991); Marinhero (2001) yang telah

di uraikan pada bab 2. Yaitu dengan menambahkan variabel-variabel pendapatan




15

pemerintah (GDP), subsidi (TR), pajak (TX), cicilan utang (GINT), dan utang

total (GB).

Ketujuh variabel itu akan diestimasi dengan metode VAR dengan

formulasi seperti di bawah ini :

∆Xt = α + Σ 7i = 1Ai∆Xt-1 + ut, E(ut us) = Ω, if t ≠s (25)

Di mana Ai matriks kuadrat; ut menunjukkan rata-rata vektor zero, tidak

ada korelasi variabel, dan kesejajaran matriks varian Ω, diasumsikan positif dan

simetris; α adalah 7X1 vektor kolom dari parameter-parameter; vektor Xit adalah

variabel-variabel endogen di atas.

Sumber data dan Definisi Operasional

Data yang dipergunakan dalam studi ini adalah data sekunder yang

diperoleh dari publikasi Badan Pusat Statistik (BPS) dan Bank Indonesia (BI).

Definisi operasional dapat dilihat dari tabel 2. di bawah ini:

Tabel 2 Diskripsi Data

No Data Definisi Operasional

(dalam milyar rupiah) 1. PC Total konsumsi masyarakat (tahun dasar 2000) 2. GDP Pendapatan domestik bruto riil (tahun dasar 2000) 3. G Pengeluaran pemerintah (tahun dasar 2000) 4. Tx Pajak total yang diterima pemerintah 5. Tr Subsidi pemerintah 6. GINT Cicilan utang pemerintah tiap tahun 7. GB Total utang pemerintah sejak Orde Baru

Data yang digunakan dimulai dari tahun 1990-2004. Selain GDP, semua

data di atas dalam bentuk data tahunan yang diubah ke dalam bentuk data

kuartalan dengan metode interpolasi, dimana formula yang dipakai adalah sebagai

berikut (Insukindro, 1990 : 129) :

Q1 = ¼ Qt (1-(1-2.5) (1-1/4)/4)

Q2 = ¼ Qt (1-(2-2.5) (1-2/4)/4)

Q3 = ¼ Qt (1-(3-2.5) (1-3/4)/4)

Q4 = ¼ Qt (1-(4-2.5) (1-4/4)/4)




16

Dimana:

Q1, Q2, Q3, Q4, adalah data kuartalan 1, 2 ,3, dan 4 Qt adalah data tahunan 1/4, 2/4, 3/4, dan 4/4 adalah backward lag operator, yang dinotasikan dengan (B).

ANALISIS HASIL

Uji Kelambanan Optimal

Tabel 3 Uji Kelambanan Optimal

Kelambanan Akaike (AIC) Schwartz (SC)

Periode Sebelum Krisis (1990-1997)

2 -18.91359 -14.00940 3 -13.60108 -6.340268

Periode Krisis (1998-2004) 2 -21.65569 -16.65993 3 -11.65897 -6.234998

Penetapan kelambanan (lag) optimal dalam metode VAR menjadi sangat

penting karena variabel independen yang dipakai tidak lain adalah lag dari

variabel endogennya. Untuk menetapkan lag yang optimal digunakan nilai kriteria

informasi Akaike (AIC) dan Schwartz (SC) yang hasilnya seperti terlihat pada

tabel 5.1. Pada periode penelitian sebelum krisis (1990-1997) nilai terendah baik

AIC ataupun SC terletak pada lag 2. Demikian halnya pada periode krisis (1998-

2004), nilai AIC dan SC terendah pada lag 2. Oleh karena itu dapat ditetapkan

bahwa lag optimal yang akan dipakai pada model adalah lag 2.




17

Dekomposisi Varian

Tabel 4 Dekomposisi Varian Konsumsi (LPC)

Periode Sebelum Krisis (1990.1-1997.4)

Periode (Kuartal)

LG LGB LGDP LGINT LPC LTR LTX

1 32.03795 0.441407 60.12645 2.224046 5.170150 0.000000 0.000000 5 29.44573 0.334996 56.78421 2.512199 10.05823 0.246037 0.618598 10 35.74025 0.712259 48.43071 1.532131 12.64560 0.454830 0.484216 15 43.76073 1.067045 41.05756 1.307101 12.08086 0.354163 0.372530 20 48.43699 1.137322 37.04207 1.303048 11.44594 0.307733 0.326899 25 50.82586 1.144259 34.97448 1.306189 11.15461 0.287781 0.306824 30 52.10104 1.150099 33.85425 1.305506 11.01484 0.277690 0.296576

Berikut ini akan dibahas hasil dekomposisi varian pada periode sebelum

krisis (1990-1997). Dari hasil dekomposisi varian variabel konsumsi (LPC)

terlihat bahwa sejak kuartal ke-1 sampai kuartal ke-30, variabel yang mempunyai

kontribusi terbesar adalah kebijakan fiskal (LG) dan pendapatan nasional (LGDP).

Perbedaannya adalah jika kebijakan fiskal (LG) dari semakin kecil membesar atau

32% pada kuartal ke-1 meningkat terus menjadi 52% pada kuartal ke-30.

Sebaliknya, pendapatan nasional bergerak dari besar menjadi semakin kecil atau

dari 60% pada kuartal ke-1 menurun terus menjadi 33,8% pada kuartal ke-30.

Variabel lain yang mempunyai sumbangan varian yang cukup besar adalah

konsumsi (LPC) yakni antara 10-12 % sejak kuartal ke-5. Sementara yang lain

seperti utang pemerintah (LGB), cicilan utang (LGINT), pajak (LTX) dan subsidi

hanya bergerak antara 0-2%.




18

Tabel 5 Dekomposisi Varian Konsumsi (LPC) Periode Setelah Krisis (1998.1-2004.4)

Periode

(Kuartal) LG LGB LGDP LGINT LPC LTR LTX

1 62.53691 6.093851 8.935912 0.372593 22.06073 0.000000 0.000000 5 73.62004 6.545719 5.172868 1.048142 13.57371 0.038641 0.000878 10 73.81236 5.979520 3.188323 6.864366 8.581533 1.571852 0.002049 15 66.21358 7.875192 2.844238 12.75524 6.749039 3.557726 0.004982 20 60.88642 10.52603 2.826385 14.50312 6.240930 5.008905 0.008205 25 58.98521 11.69452 2.791589 14.74686 6.261170 5.511089 0.009568 28 58.66094 11.90326 2.781571 14.76247 6.291889 5.590064 0.009804

Sementara itu, pada masa krisis (1998.1-2004.4) kebijakan fiskal (LG)

juga tetap merupakan penyumbang dekomposisi varian konsumsi (LPC)

terbesar. Kendatipun sumbangan kebijakan fiskal mengalami penurunan

sepanjang waktu itu, namun tetap terbesar di atas 50% yakni pada kuartal 1

mencapai 62%, berturut-turut kuartal 5 (73%); kuartal 10 (73%); kuartal 15

(66%); kuartal 20 (60%); kuartal 25 dan 28 (58%). Variabel memberikan

kontribusi relatif besar adalah cicilan utang (LGINT) dan utang pemerintah

(LGB). Untuk cicilan utang (LGINT) mulai kuartal 15 mencapai 12%-14%,

sedangkan utang pemerintah mulai kuartal 15 bergerak antara 7-11%.

Kontribusi konsumsi (LPC) sendiri mengalami kemerosotatn drastic dari 22%

pada kuartal 1 menjadi hanya 6% pada kuartal 28. Subsidi berkontribusi

antara 0-5% selama periode itu, sedangkan pajak berkontribusi sangat kecil.

Respons Terhadap Impuls

Respons terhadap impuls (impulse response) atau IR merupakan salah satu

alat estimasi dari metode VAR yang paling penting. Alat ini telah banyak

digunakan oleh berbagai studi untuk mengestimasi beberapa hubungan variabel.

IR adalah respons sebuah variabel dependen jika mendapatkan goncangan/inovasi

(shock) dari variabel independen sebesar 1 % standar deviasi.




19

- Respons Konsumsi terhadap Impuls Kebijakan Fiskal dan Pajak

Grafik 6

Respons Konsumsi (LPC) Terhadap Impuls Kebijakan fiskal (LG) dan Pajak (LTX) Periode Sebelum Krisis (1990.1-1997.4)

Pada masa sebelum krisis respons konsumsi (LPC) terhadap impuls

kebijakan fiskal (LG) sangat besar dibandingkan dengan impuls dari pajak

(LTX). Selama periode itu, respons konsumsi terhadap impuls kebijakan

fiskal selalu positif di atas 1%. Sementara itu, respons konsumsi terhadap

impuls pajak sampai kuartal ke-13 adalah negatif, setelah itu berimpit dengan

garis dasar (base line) sampai selesainyaya periode itu. Berdasarkan hasil ini

dapat dinyatakan bahwa pengaruh kebijakan fiskal melalui pengeluaran

pemerintah jauh lebih kuat dari pada pajak.

-.010

-.005

.000

.005

.010

.015

.020

.025

.030

5 10 15 20 25 30

LG LTX

Response of LPC to CholeskyOne S.D. Innovations




20

Grafik 7 Respons Konsumsi (LPC) Terhadap Impuls Kebijakan fiskal (LG)

dan Pajak (LTX) Periode Krisis (1998.1-2004.4)

Situasi yang hampir sama juga terjadi pada masa krisis dimana

kebijakan fiskal berpengaruh lebih kuat dari pada pajak. Pada era, ini pajak

sejak periode awal sampai akhir hanya bergerak di sekitar garis dasar (base

line). Sementara itu, respons konsumsi (LPC) terhadap kebijakan fiskal (LG)

selalu positif. Kendati pun pada awal kuartal awal penngaruh kebijakan fiskal

terhadap konsumsi sempat mencapai di atas 10%, namun setelah itu mencapai

penurunan terus menerus hingga pada akhir periode mendekati base line.

Berdasarkan potret di atas dapat ditarik kesimpulan bahwa kebijakan

fiskal jauh lebih berpengaruh terhadap konsumsi dari pada pajak baik pada

masa sebelum ataupun selama krisis. Temuan ini menegaskan bahwa peranan

kebijakan fiskal di Indonesia sangat penting dalam mempengaruhi konsumsi

masyarakat.

- . 0 0 4

.0 0 0

.0 0 4

.0 0 8

.0 1 2

.0 1 6

.0 2 0

5 1 0 1 5 2 0 2 5

L G L T X

R e s p o n s e o f L P C t o C h o le s k yO n e S .D . I n n o v a t io n s




21

- Respons Konsumsi terhadap Utang Pemerintah dan Cicilan Utang

Grafik 8 Respons Konsumsi (LPC) Terhadap Impuls Utang Pemerintah (LGB)

dan Cicilan Utang Pemerintah (LGINT) Periode Sebelum Krisis (1990.1-1997.4)

Pada masa krisis, respons konsumsi (LPC) terhadap impuls cicilan

utang (LGINT) jauh lebih besar dibandingkan terhadap utang pemerintah

(LGB). Respons konsumsi terhadap impuls cicilan utang selalu positif pada

periode itu, sementara terhadap impuls utang pemerintah sampai dengan

kuartal ke-5 di bawah base line atau negatif. Ini menandakan bahwa pengaruh

cicilan utang jauh lebih kuat dari pada utang pemerintah terhadap konsumsi.

-.004

-.002

.000

.002

.004

.006

.008

5 10 15 20 25 30

LGB LGINT





22

Grafik 9 Respons Konsumsi (LPC) Terhadap Impuls Utang Pemerintah (LGB)

dan Cicilan Utang Pemerintah (LGINT) Periode Krisis (1998.1-2004.4)

Pada masa krisis repsons konsumsi (LPC) terhadap impuls utang

pemerintah (LGB) dan cicilah utang (LGINT) sama-sama kuat, karena

keduanya berada di atas garis dasar (base line) atau bertanda positif, kendati

pun berfluktuatif. Untuk utang pemerintah (LGB) dari 5% pada kuartal ke-1

menurun mejadi 2,5% pada kuartal ke-8, namun sejak itu mengalami

peningkatan lagi hingga mencapai 4,5% pada kuartal ke-17, dan setelah itu

mengalami penurunan terus sampai pada akhir periode. Demikian halnya

untuk cicilan utang (LGINT) juga mengalami hal yang sama. Sejak hanya 1%

pada kuartal ke-2 terus mengalami peningkatan secara gradual hingga pada

kuartal ke-12 mencapai 6%, namun setelah itu menurun hingga pada akhir

periode di bawah 1%. Jadi meskipun pada periode krisis ini mengalami

.000

.001

.002

.003

.004

.005

.006

.007

5 10 15 20 25

LGB LGINT





23

fluktuasi, namun secara umum dapat dinyatakan bahwa keduanya baik utang

pemerintah maupun cicilan utang mempunyai pengaruh yang kuat terhadap

konsumsi .

- Respons Konsumsi Terhadap Impuls Pendapatan Nasional dan Subsidi

Grafik 10 Respons Konsumsi (LPC) Terhadap Impuls Pendapatan Nasional (LGDP)

dan Subsidi (LTR) Periode Sebelum Krisis (1990.1-1997.4)

Pada masa sebelum krisis respons konsumsi (LPC) terhadap impuls

pendapatan nasional (LGDP) sangat besar dibandingkan dengan impuls dari

subsidi (LTX). Selama periode itu, respons konsumsi terhadap impuls

kebijakan fiskal selalu positif antara 10-40%, kendatipun mengalami

kecenderungan menurun terus menerus. Sementara itu, respons konsumsi

terhadap impuls subsidi sampai kuartal ke-13 adalah negatif, setelah itu

berimpit dengan garis dasar (base line) sampai selesainyaya periode itu.

Berdasarkan hasil ini dapat dinyatakan bahwa pengaruh pendapatan nasional

jauh lebih kuat dari pada subsidi.

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

5 10 15 20 25 30

LGDP LTR





24

Grafik 11. Respons Konsumsi (LPC) Terhadap Impuls Pendapatan Nasional (LGDP)

dan Subsidi (LTR) Periode Krisis (1998.1-2004.4)

Sebaliknya pada masa krisis, respons konsumsi (LPC) terhadap subsidi

(LTR) relatif lebih kuat dibandingkan terhadap pendapatan nasional (LGDP).

Respons konsumsi (LPC) terhadap pendapatan nasional (LGDP) menurun dari

6% pada kuartal ke-1 menurun terus hingga negatif 0,5% pada kuartala ke-7,

sejak itu meningkat lagi di atas base line hingga akhir periode di bawah 1%.

Sementara untuk subsidi sampai dengan kuartal ke-4 masih pada posisi di

bawah base line, namun setela itu berangsur-angsung meningkat terus hinga

mencapai paling tinggi menjadi 3% pada kuartal 15 setelah itu mengalami

penurunan sampai akhir periode, kendati pun tetap positif.

Berdasarkan potret di atas dapat ditarik kesimpulan bahwa pada masa

sebelum krisis pendapatan nasional jauh lebih berpengaruh terhadap konsumsi

masyarakt. Namun pada masa krisis, subsidi relatif mempunyai pengaruh

lebih kuat dari pada pendapatan nasional. Temuan ini menegaskan bahwa

peranan subsidi pada masa krisis di Indonesia sangat penting dalam

mempengaruhi konsumsi masyarakat.

-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

.006

.007

5 10 15 20 25

LGDP LTR





25

SIMPULAN

Sesuai dengan hipotesis dari studi ini yang membuktikan apakah konsep

Ricardiance Equivalence dapat menjelaskan pengaruh utang luar negeri

terhadap ekonomi makro di Indonesia, maka untuk berdasarkan hasil

dekomosisi varian dan impulse response di atas perlu dilakukan penilaian

berdasarkan temuan empiris Kormendi yang mendukung paradigma RE.

• Berdasakan analisis dekomposisi varian terlihat bahwa pada masa sebelum

krisis yang kuat mempengaruhi konsumsi adalah kebijakan fiskal,

pendapatan nasional dan konsumsi.

• Berdasarkan analisis dekomosisi varian pada masa krisis masa krisis yang

kuat berpengaruh terhadap konsumsi adalah kebijakan fiscal, utang

pemerintah dan cicilan utang.

• Berdasarkan analisis impulse response ditemukan bahwa kebijakan fiskal

baik pada masa sebelum dan masa krisis berpengaruh sangat kuat terhada

konsumsi. Sebaliknya pajak sangat lemah berpengaruh, walaupun tidak

negatif.

• Berdasarkan analisis impulse response ditemukan bahwa baik pada

sebelum dan masa krisis utang pemerintah dan cicilan utang berpengaruh

cukup kuat terhadap konsumsi.

• Berdasarkan analisis impulse response ditemukan bahwa pada masa

sebelum krisis pendapatan nasional mempunyai pengaruh lebih kuat dari

pada subsidi terhadap konsumsi. Namun pada masa krisis justru pengeruh

subsidi lebih kuat terhadap konsumsi dari pada pendapatan nasional.

Berdasarkan temuan itu dapat dinyatakan bahwa riset ini secara umum

mendukung pendapatan RE sesuai dengan temuan empiris Kormendi, yang

berbeda hanyalah pengaruh kebijakan fiskal terhadap konsumsi. Menurut teori

RE, kebijakan fiscal tidak berpengaruh terhadap konsumsi masyarakat, namun

dalam penelitian ini justru mempunyai pengaruh kuat. Salah satu

penjelasannya adalah sejak Orde Baru hingga pemerintahan dewasa ini,

kebijakan fiskal masih sangat berperan sebagai alat menstimulus pertumbuhan

perekonomian nasional.




26

DAFTAR PUSTAKA

Arief, Sritua dan Adi Sasono. 1987. Modal Asing, Beban Hutang Luar Negeri dan

Ekonomi Indonesia. Jakarta: UI Press. Barro, J. Robert. 1974. “Are Government Bond Net Wealth?” Journal of Political

Economy, 82(6), pp.1095-1117. Barro, J. Robert. 1976. “Reply to Feldstein and Buchanan.” Journal of Political

Economy, 84(2), pp.343-349 Barro, J. Robert. 1979.”On the Determination of the Public Debt.” Journal of

Political Economy, 87(5), pp.940-971. Barro, J. Robert. 1989, “The Ricardian approach to Budget Deficits.” Journal of

Economic Perspectives, 3, pp.37-54. Barro, J. Robert. 1995. “Optimal Debt Management.” NBER Working Paper

Series No 5337, October. Barro, J. Robert. 1995. “Reflections on Ricardian Equivalence.” NBER Working

Paper Series No 5502, March. Barsky, Robert B, N. Gregory Mankiw, dan Stephen P. Zeldes. 1986. “Ricardian

Consumers with Keynesian Propensities.” American Economic Review, 76(4), pp.676-691.

Basri, Yuswar Zainul dan Mulyadi Subri. 2005. Keuangan Negara dan Analisis

Kebijakan Utang Luar Negeri. Jakarta: RajaGrafindo Persada. Becker Torbjorn.1997.”An Investigation of Ricardian Equivalence in a Common

Trend Model,” Journal of Monetary Economics, 39, pp.405-431. Bohn, Henning. 1992. “Endogenous Government Spending and Ricardian

Equivalence.” The Economic Journal, 102, pp.588-597. Boskin, Michael J. 1988.” Consumption, Saving, and Fiscal Policy.” AEA Papers

and Proceedings, 78(2), pp.600-603. Buchanan, James M. 1976. “Barro on the Ricardian Equivalence Theorem.”

Journal of Political Economy, 84(2), pp.337-342. Cebula, Richard J, Chao-Shun Hung, dan Neel D. Manage. 1996. “Ricardian

Equivalence, Budget Deficits, and Saving in the United States, 1955:1-1991:4. ” Applied Economics Letters, 3, pp. 525-528.




27

Dalamagas, Basil A. 1992. “Testing Ricardian Equivalence: A Reconsideration.” Applied Economics, 24, pp. 59-68.

Dalamagas, Basil A. 1993. “How Efficient is the Subtitution of Debt for Taxes in

Influencing Demand?” Applied Economics, 25, pp.295-303. Dalamagas, Basil A. 1994. “The Tax Versus Debt Controversy in a Multivariate

Cointegrating System.” Applied Economics, 26, pp. 1197-1206. Dimand, Robert W. 1991. “Keynes, Kalecki, Ricardian Equivalence, and the Real

Balance Effect.” Bulletin of Economic Research, 43(3), pp.289-292. Enders, Walter dan Bong-Soo Lee. 1990. “Current Account and Budget Deficits:

Twins or Distant Cousins?” The Review of Economics and Statistics, 72(3), pp.373-81.

Enders, Walter. 1995. Applied Econometrics Time Series. New York: John Wiley

and Son Engle, RF, dan CWJ Granger.1991. Long-Run Economic Relationships: Reading

in Cointegration. New York : Oxford University Press. Epstein, Roy J. 1987. A History of Econometrics. Amsterdam: North Holland. Evans, Paul.1987. “Interest Rates and Expected Future Budget Deficits in the

United States.” Journal of Political Economy, 95(1), pp.983-1004. Evans, Paul.1988. “Are Consumers Ricardian? Evidence for the United States.”

Journal of Political Economy, 96(5), pp.983-1004. Feldstein, Martin dan Douglas W. Elmendorf. 1990. “Government Debt,

Government Spending, and Private Sector Behavior Revisited: Comment.” American Economic Review, 80(3), pp.589-599.

Feldstein, Martin. 1976. “Perceived Wealth in Bond and Social Security: A

Comment.” Journal of Political Economy, 84(2), pp.33-35. Feldstein, Martin.1988. “The Effect of Fiscal Policies When Incomes are

Uncertain: A Contradiction to Ricardian Equivalence.” American Economic Review, 78(1), pp.14-23.

Gordon, David B dan Eric M. Leeper. (1994), “The Dynamic Impacts of

Monetary Policy: An Exercises in Tentative Identification”, Journal of Political Economy Vol. 102 No 6, Hal. 1228-1247

Graham, Fred. C. 1995. “Government Debt, Government Spending, and Private

Sector Behavior: Comment.” American Economic Review, 85(5), pp.1348-1356.




28

Greene, William H. 2000. Econometric Analysis, 4th. New Jersey: Prentice Hall Gujarati, Damodar, 1995. Basic Econometrics, McGraw-Hill; Singapore. Gullason, Edward T, Bharat R. Kolluri, dan Michael J. Panik. 1993. “The Social

Security and Household Wealth Accumulation: Refined Microecometric Evidence.” The Review of Economics and Statistics, 82, pp.548-551.

Gupta, Kanhaya L. 1992. “Ricardian Equivalence and Crowding Out in Asia.”

Applied Economics, 24, pp. 19-25. Hamilton, James D. 1994. Time Series Analysis. New Jersey: Princeton University

Press. Hamory, Shigeyuki dan Kazumi Asako. 1999. “ Government Consumption and

Fiscal Policy: Some Evidence from Japan. ” Applied Economics Letters, 6, pp. 551-555.

Haque, Nadeem U dan Peter Montiel.1989.”Consumption in Developing

Countries Test for Liquidity Constraints and Finite Horizons.” The Review of Economics and Statistics, 71 , pp.408-15.

Harinowo, Cyrillus. 2002. Utang Pemerintah: Perkembangan, Prospek dan

Pengelolaannya. Jakarta: Gramedia. Harris, RID.1995. Using Cointegration Analysis in Econometric Modelling,

Marylands Avenue: Prentice Hall. Haug, Alfred A. 1990. “Ricardian Equivalence, Rational Expectations, and the

Permanent Income Hyphotesis.”Journal of Money, Credit, and Banking, 22(3), pp.305-326.

Insukindro. 1990. “The Short and Long-Term Determinant of Money and Bank

Credit Markets in Indonesia.” Disertasi, Departement of Economics University of Essex.

Kahler, Miles (ed). 1990. The Politics of International Debt. Ithaca: Cornell

University Press. Kaufman, Robert R. 1988. The Politics of Debt in Argentina, Brazil and Mexico:

Economics Stabilization in the 1980s. Berkeley: IIS University of California.

Kompas, Arti D. Adji. 2004. “Is Public Spending A Substitute for Private

Expenditure? Is Public Mode of Financing Affecting Private Expenditure? Joint Test of Rational Expectations and Neutrality Hypothesis.” The 6th IRSA International Conference, Yogyakarta.




29

Kormendi, Roger C dan Philip Meguire.1986. “Government Debt, Government Spending, and Private Sector Behavior: Reply.” American Economic Review, 76(5), pp.1180-1187.

Kormendi, Roger C dan Philip Meguire.1990. “Government Debt, Government

Spending, and Private Sector Behavior: Reple and Update,” American Economic Review, 80(3), 604-617.

Kormendi, Roger C dan Philip Meguire.1995. “Government Debt, Government

Spending, and Private Sector Behavior: Reply.” American Economic Review, 76(5), pp.1358-1361

Kotlikoff, Laurence J, Assaf Razin dan Robert W. Rosenthal. 1990.”A Strategic

Altruism Model in Which Ricardian Equivalence Does Not Hold.” The Economic Journal, 100, pp.1261-1268.

Landsburg, Steven E. 1996. “Ricardiance Equivalence with a Tax on Interest

Income,” mimeo, University of Richester. Leachman, Lori L. 1996. “New Evidence on the Ricardian Equivalence Theorem:

A Multicointegration App.roach.” Applied Economics, 28, pp. 695-704. Lopez, J. Humberto, K.Schmidt-Hebbel, dan Luis Serven. 2000.”How Effective is

Fiscal Policy in Raising National Saving?” The Review of Economics and Statistics, 82(2), pp.226-38.

Macdonald, Ronald. 1992. “Some Tests of the Government’s Intertemporal

Budget Constraint Using US Data.” Applied Economics, 24, pp. 1287-1292. Malley, Jim dan Hassan Molana. 2002. “Fiscal Policy and The Composition of

Private Consumption: Some Evidence from the US and Canada.” International Economic Journal,16(1).

Marinheiro, Carlos Fonseca. 2001. “Ricardian Equivalence: An Empirical

App.lication to the Portuguese Economy,” mimeo, Faculty of Economics of the University of Coimbra and Katholieke Universiteit Leuven.

Modigliani, Franco dan Arlie G. Sterling. 1990. “Government Debt, Government

Spending, and Private Sector Behavior: A Further Comment.” American Economic Review, 80(3), pp.600-603.

Monadjemi, Mehdi S dan Hyeonseung Huh. 1998. “Private and Government

Investment: A Study of Three OECD Countries”. International Economic Journal, 12(2).

Nishiyama, Shinichi dan Kent Smetters. 2002. “Ricardiance Equivalence with

Incomplete Household Risk Sharing,” NBER Working Paper w8851.




30

O’Driscoll, Jr, Gerald P. 1977. “The Ricardian Nonequivalence Theorem.” Journal of Political Economy, 85(1), pp.983-1004.

Poterba. James M. 1988. ”Are Consumers Forward Looking? Evidence from

Fiscal Experiments.” AEA Papers and Proceedings, 78(2), pp.413-418 Rachbini, Didik J. 2001. Ekonomi Politik Utang. Jakarta: Ghalia Reid, Bardford G.1985. “Government Debt, National Income and Causality.”

Applied Economics, 17, pp. 321-330. Ricardo, David. 1951. On The Principle of Political Economy and Taxation.

Cambridge: Cambridge University Press. Rock, L.L, R.C. Craigwell dan R.C. Sealy. 1989. “Public Defisits and Private

Consumption: Empirical Evidence From Small Open Economies.” Applied Economics, 21, pp. 697-710.

Rockerbie, Duane W. 1997. “Are Consumers Ricardian When Some are Liquidity

Constrained? Evidence for the United States.” Applied Economics, 29, pp. 821-827.

Sarantis, Nicholas. 1985. “Fiscal Policies and Consumer Behaviour in Western

Europe.” KYKLOS, 38(2), pp. 233-248. Seater. John J. 1993. “Ricardian Equivalence.” Journal of Economics Literature,

31, pp.142-190. Siklos. P.L. 1988. “The Deficit-Interest Rate Link: Empirical Evidence for

Canada.” Applied Economics, 20, pp. 1563-1577. Sims, Christopher A. (1980a), “Macroeconomic and Realty”, Econometrica,

January, Vol 48, No 1, Hal. 1- 48. Sims, Christopher A. (1980b), “Comparison of Interwar and Postwar Business

Cycles: Moneterism Reconcidered”, The American Economic Review, January Vol 70, No 2, Hal. 250- 257.

Strawczynki, Michael. 1995. “Income Uncertainty and Ricardian Equivalence.”

American Economic Review, 85(4), pp.964-967. Tabarrok, Alexander. 1995. “Irrelevance Propositions are Irrelevance.” KYKLOS,

48(3), pp. 409-417. Thomas, RL.1997. Modern Econometrics: An Introduction, England : Addison-

Wesley.




31

Vamvoukas, George A. 1998. “The Relationship Between Budget Defisits and Money Demand: Evidence From a Small Economy.” Applied Economics, 30, pp.375-382.

Walker, W. Christopher. 2002. “Ricardian Equivalence and Fiscal Policy

Effectiveness in Japan”.Asian Economic Journal, 16(3). Wallace, Neil.1985. “Ricardiance Equivalence and Money Dominated in Return:

Are They Mutually Consistent Generally,” Federal Reserve Bank of Minneapolis Research Departement Staff Report No: 99, May.

Wheeler, Mark. 1999.”The Macroeconomics Impacts of Government Debt: An

Empirical Analysis of the 1980s and 1990s.” AEJ, 27(3), pp.273-284. Yi, Chae-Deug. 2003.”An Empirical Analysis of Ricardian Equivalence on Real

Exchange Rate and Current Account: Korea”. International Economic Journal, 17(4).




utang luar negeri, fiskal dan konsumsi masyarakat_lukkim_feuns

Documents